家庭人口结构对居民消费水平的影响研究.pdf

第38 卷第8 期2023年8 月doi:10.3969/j.issn.1673-2006.2023.08.007宿州学院学报Journal of Suzhou University家庭人口结构对居民消费水平的影响研究Vol.38,No.8Aug.2023石晓宇,王勇安徽科技学院财经学院，安徽蚌埠,2 330 0 0摘要：人口老龄化及生育率的下降对我国家庭消费产生了不容忽视的影响。以中国家庭追踪调查（CFPS）数据库为基础，采用OLS回归及分位数回归法，探究家庭人口结构变动对家庭消费支出的影响。实证结果表明：老年成员比负向影响家庭的消费水平，且对低收入家庭影响更为显著；少儿成员比正向影响家庭的消费水平，对中等收入家庭影响更加显著，但对低收入家庭反而存在负向影响。在消费结构方面，少儿成员比的上升促进了家庭食品和文教娱乐消费水平，降低了交通、通信和医疗保健的消费水平；老年成员比的上升促进了家庭的医疗保健和食品消费水平，降低了家庭的衣着、日用品、交通通讯、文教娱乐消费水平。对此，政府和金融机构应当关注中国老龄化问题并制定合理的生育政策，根据家庭消费需求的变化趋势，引导家庭消费结构优化，实现消费升级。关键词：家庭人口结构；消费水平；消费结构；分位数回归中图分类号：C924.24;F126.1文消费是拉动经济增长的三驾马车之一，提升本国的居民消费需求是我国追求经济发展永恒不变的核心。2 0 2 2 年1月17 日国家统计局在国新办新闻发布会上表示，2 0 2 1年我国总体消费支出对中国经济增长的贡献率高达6 5.4%，成为中国经济增长的最强劲的推动力,也是形成强大国内市场、构建新发展格局的重要基础。如何充分激活消费需求提升消费率，值得学者深入展开探讨。在政府层面上,2 0 2 2年4月国务院办公厅印发关于进一步释放消费潜力促进消费持续恢复的意见指出，消费是最终需求,是畅通国内大循环的关键环节和重要引擎,对经济具有持久拉动力，事关保障并改善民生，应稳住消费基本盘，促进居民消费能力的提升。对于消费不足的问题，多数研究从收入、金融资产等方面展开研究，以人口及其变动因素角度探究消费结构调整的研究较少。随着经济高速发展，我国的人口年龄结构也出现了巨大的变化。第七次全国人口普查显示我国6 0 岁及以上人口占比18.7%，比2 0 10 年上升5.44个百分点，已经远超10%的老龄化国际标准，社会人口老龄化程度加剧 。同时我国育龄妇女生育率和新生儿出生率仍未显著提升。这种老少双重人口结构变化对中国家庭消费将会产生重大影响。基于以上背景，本文采用中国家庭追踪调查最新数据库，从微观家庭层面研究人口年龄结构变动收稿日期：2 0 2 3-0 4-2 5基金项目：安徽科技学院一般项目（2 0 2 1rwyb03）；安徽省社会科学创新发展项目（2 0 2 1CX049）；安徽省教育厅人文社科重点项目(SK2021A0477)。作者简介：石晓宇（19 9 4一），女，安徽蚌埠人，硕士，助教，研究方向：城乡融合、国民收入与分配。32文献标识码：A文章编号：16 7 3-2 0 0 6(2 0 2 3)0 8-0 0 32-0 9对家庭消费的影响，综合了家庭人口结构、家庭特征、户主特征、区位特征等因素，从消费水平、消费结构和消费率三个层面分析家庭人口结构对消费产生的影响,并从收入层面进行异质性影响分析,增强结论的稳健性。1文献综述与理论假设关于家庭人口结构与消费的关系最早可以追溯到生命周期假说。Modigliani等2 提出的生命周期消费理论，认为理性消费人会规划自已的长期消费开支以追求毕生的效用最大化，人们会用工作时期的收人来支撑当期和未来退休时期的消费。以家庭为单位,研究消费水平时，必须考虑家庭人口结构，即老年人口和少儿人口所占比例。两者的共同特征是几乎无法形成劳动力收入，属于纯消费者，家庭中非劳动人口占据较大比例时，会导致消费率较高。范兆媛等3 通过分析2 0 0 42 0 14年中国省级面板数据，同样发现家庭老年成员和少儿成员数量的增加抑制了消费水平和消费率的提高。但该理论未考虑家庭为防范风险而产生的预防性储蓄动机。消费者增加储蓄减少消费是为了预防未来收人的不确定性4。我国目前老龄化程度逐渐加深，养老保障体系尚不完善，这种“未富先老”的社会现实使得家庭人口结构老龄化。老年人的消费理念相较于其他年龄社会成员存在明显差异，通常呈现消费倾向下降，购买力减弱的特点，家庭在消费规划时不得不考虑增加养老储蓄,进而导致预防性储蓄动机大于生命周期理论的消费效应,降低家庭消费水平5。因此,提出假设H1：老年成员比负向影响家庭消费水平。然而，家庭对少儿成员的成长预期和对老年成员的养老预期不同,Samuelson6认为儿童可以视作家庭储蓄,当一个家庭中孩子数量越多时,未来可能形成的劳动力就越多，父母对未来生活保障的预期就越好,用于养老保障的储蓄会相对减少,增加当期消费。同时基于家庭传统观念，中国父母在子女身上历来会倾注更多资源，而曾经实施的计划生育政策也使得父母更加集中花费家庭资源在少数孩童身上,社会平均育儿成本快速上升。刘娜等7 对家庭育儿成本研究后发现，二孩家庭育儿边际成本高于一孩家庭，在孩童抚育成本上并没有显现出“规模经济”，且随着孩童年龄的增长，育儿的经济消费会进一步提高。郭易楠8 也在研究中表示家庭中少儿抚养比和老年抚养比对居民消费的影响方向不一致，少儿抚养比的增加将提升家庭的消费率，老年抚养比的增加会抑制家庭的消费率。因此，提出假设2：少儿成员比正向影响家庭消费水平。依据凯恩斯的绝对收人理论，消费能力取决于收人水平，人均收人水平不仅会影响当期消费，还会影响未来消费预期，家庭收入的差异必然对消费产生不同的影响 。对于低收人家庭，一方面受到预算约束的影响,非劳动力人口比例的增加意味着有限的收人可能需要负担更多的家庭开支，即使少儿成员比例上升能够一定程度上提高家庭对未来收入的预期，但由于低收入家庭本身为育儿提供的经济支持有限，儿童所获得的教育资源也相较于高收入家庭更少，父母无法形成对未来生活保障的较高期望，进而促使家庭成员更加节俭，抑制消费以抵御未来可能出现的风险。另一方面，当家庭收入较高时，收入也往往更加稳定，家庭成员能够对未来经济状况做出相对精确的预测，实现财富的最优配置，而低收人家庭的收入不稳定性较强，家庭成员对未来收入缺乏准确预测，会抑制家庭消费倾向，降低消费水平【10 。因此，提出假设H3:少儿成员比和老年成员比均负向影响低收入家庭的消费水平。近年来，我国人口年龄结构发生了较大的变化，诸多学者在研究中发现，人口结构的差异对于消费结构也存在不同的影响。家庭中老年成员对衣食住行等生活基本需求类的消费有所降低，而对医疗保健的消费需求增长迅速1。徐贵雄等12 利用可加的半参数分位数模型研究发现家庭人口老龄化对家庭平均消费支出具有消极作用，且在医疗保障方面的支出所占比例更高。家庭中少儿成员则对食品和文教娱乐消费方面有着更强的需求。王军等13 认为子女数量的增加显著提高了家庭人均消费水平，减少了家庭预防性储蓄，提高了家庭消费水平，尤其表现在发展型、享乐型消费支出方面。风笑天14 也指出家庭少儿人口的增加，会产生额外的抚育、教育、文旅支出。因此，提出假设H4和假设H5。H4：少儿成员比正向影响食品、文教娱乐消费。H5：老年成员比正向影响医疗保健消费。2实证分析2.1数据来源和变量选取采用北京大学中国社会科学调查中心“中国家庭追踪调查”（CFPS）微观截面数据进行实证分析。数据整理过程中，剔除了核心解释变量缺失的家庭单位，并比照个人库和家庭经济库，剔除了家庭成员个数不一致的单位。考虑到部分家庭受访期间可能存在短期收人为负的现象,为保证结果的稳健性,剔除该类家庭单位。最终样本仅保留家庭人口规模大于1,收入和消费为正值，关键变量不缺失的1119 6户家庭作为研究对象。在此基础上,参考杨碧云等15 的方法,选取家庭总消费（lnpce）代表家庭消费水平,以凸显家庭整体消费特征，契合本文讨论家庭人口结构变动对居民家庭消费的影响。基于稳健性要求，考虑设置衡量居民消费水平的另一常用指标为家庭消费率，参考王聪等16 的方法,将家庭消费率定义为家庭总消费对数与家庭总收人对数的比值。为进一步深入，按照国家统计局口径，选取消费八大项占家庭总消费的比例作为被解释变量，研究家庭人口结构对消费结构的影响。将家庭人口结构作解释变量，选取家庭少儿比和老年比两个指标作为代理变量。其中老年比（o ld r）为6 0 岁及以上家庭成员数量占该家庭总人口数的比例，少儿比（childr）为14岁及以下家庭成员数占该家庭总人口的比例。为了有效衡量家庭人口结构对消费的影响，本文参照既往研究，从家庭特征、户主特征、区位特征三个方面选取控制变量。家庭特征变量包括家庭户籍类型（urban），1表示户籍为城镇，0 表示户籍为乡村；家庭规模（f a m i l y s i z e），即家庭总人口数量；家庭收人水平（in c o m e），以家庭人均收人额衡量；家庭资产（a s s e t），以家庭净资产总额衡量。户主特征变量包括户主年龄（age）、性别（gender）、婚姻状况（s p o u s e）、教育程度（edu）和健康状况（health）。33由于在中国家庭追踪调查数据中并没有户主这一项调查,参考齐红倩等4 研究，以“财务回答人”识别家庭户主。区位特征变量按国家统计局划定标准分变量名符号家庭总消费pce食品消费food衣着消费dress居住消费house日用品消费daily交通通信消费trco文教娱乐消费eec医疗保健消费med其他消费other少儿成员比childr老年成员比oldr家庭户籍urban家庭规模familysize家庭总收人fincome家庭人均收入income家庭资产asset户主年龄age户主性别gender婚姻状况spouse教育程度edu健康状况health东部east中部middle西部west2.2模型设定在前文理论研究的基础之上，本文依次引人解释变量家庭人口结构、家庭特征、户主特征和区位特征等进行实证分析。设立模型如下：Inpce;=o+Age_Str;+,Family;+,Head;+4Location;+8;(1)r_conj,=o+,Age_Str,+,Family;+,Head,+4 Location;+8;(2)其中，lnpce；代表第i个家庭消费水平，r_con；代表第i个家庭第j项消费支出占比；Age_Str；代表第i个家庭的人口结构，包含老年成员比（oldr）和少儿成员比（childr）两个指标；Familyi代表第i个家庭的家庭特征；Head；代表第i个家庭的户主特征；Location；代表第i个家庭的区位特征。2.3家庭人口结构对消费水平影响的实证结果家庭成员年龄构成对消费水平的基准回归结果见表2。其中,模型(1)一(3)仅加人了家庭特征控制变量，分别讨论老年成员比、少年成员比对消费水平的单一影响及共同影响。模型（4)在模型(3)基础上加入户主特征控制变量；模型（5）加人反映家34为东部（east）、中部（middle）和西部（west）三个区域,使用二值虚拟变量对家庭在该地区赋值为1，否则为0。变量定义及描述性统计见表1。表1变量的定义及描述性统计变量含义观测值均值过去一年家庭总消费额/元11 196过去一年家庭食品消费支出占比11 192过去一年家庭衣着鞋帽消费支出占比11 192过去一年家庭居住消费支出占比11 192过去一年家庭日用品消费支出占比11 192过去一年家庭交通通信消费支出占比11 192过去一年家庭文教娱乐消费支出占比11 192过去一年家庭医疗保健消费支出占比11 192过去一年家庭其他消费支出占比11 19214岁以下人口占家庭总人口的比例11 19660岁以上人口占家庭总人口的比例11 196城乡(城镇=1,乡村=0)11 128家庭人口数量/人户-111.196家庭总收人额/元11 196家庭人均收入额/元11 179家庭净资产/元10820户主年龄/岁10732户主性别(男性=1,女性=0)10732户主婚姻状况（有配偶=1,无配偶=0)10574户主受教育程度（文盲/半文盲=0,小学=107281,初中=2,高中=3,大学及以上=4)户主健康状况（非常健康=1,很健康=2，比较健康=3,一般=4,不健康=5)家庭在东部=1，家庭不在东部=0家庭在中部=1，家庭不在中部=0家庭在西部=1，家庭不在西部=0标准差64 65674 2660.3700.1880.0550.0520.1360.1490.1070.1350.1010.0790.1010.1380.1140.1580.0160.0350.1050.1780.2810.3530.5000.5003.8631.74692023198 539.12686165 096781 0331.936 1062.470106 5.046 10750.3913.980.5260.4990.9150.2781.7121.252106853.13711 1960.43511 1960.29311 1960.272庭区位差别的虚拟变量，为避免出现严重的多重共线性问题，仅加入中部和西部地区两个虚拟变量。老年成员比无论是单独对居民消费水平的影响，还是与少儿成员比共同对居民消费水平的影响，均呈现负向显著性，表明老年成员比的提高,对居民消费水平存在显著的抑制作用,与假设H1 相符。少儿成员比在模型(2)一(5)中对居民消费水平的影响均呈现正向显著性，表明少儿成员比的提高，对居民消费水平存在显著的促进作用，这与假设H2相一致。从家庭特征来看,家庭规模扩大,家庭收人提升，家庭资产增加，家庭户籍为城镇均对家庭消费水平产生正向影响。其中，家庭收人对消费水平的影响最大，这说明家庭收人是实现消费水平提升的第一动力。从户主特征来看，户主在婚、良好的受教育程度和健康的身体状况都将显著提升家庭的消费水平。从区位特征来看,西部的消费水平显著高于东部地区,这主要因为四川省、重庆市、陕西省等相对经济发达的西部地区回答问卷占总共西部地区问卷数的8 0%以上，而真正较为偏远的西部地区，例如新疆、西藏、宁夏、甘肃等地只收到了很小一部分最小值01.820 1060100.55200.99900.93200.77800.89800.96300.86401010122109.16 10604.100 10615930101041.20610.49600.45500.4450最大值5111的有效问卷。而成都、重庆、西安等地近年来，经济发展往往高于全国增速，同时,潘红虹等17 学者也自变量模型(2)-0.290*oldr(-14.38)childr0.194*urban(13.21)0.118*familysize(27.44)0.320*lnincome(37.20)0.176*Inasset(28.16)agegenderspouseeduhealthmiddlewestConstant观测值R2注：括号中为稳健标准误。*、*、*分别表示p0.01、P 0.0 5P 0.1,下同。2.4家庭人口结构对不同收入组消费水平的影响实证结果考虑到收入水平差异对家庭消费的影响很大，本文依据统计年鉴的收人分组标准，将所有家庭的总收人进行排序，由高到低分为五组，如表3所示。老年成员比提高1%分别造成低收人组的家庭消费水平显著减少0.312 个单位，对中低收入以上家庭影响并不明显。主要由于低收人家庭养老保障水平受限,且平时消费更为节俭,持有较多的货币作为预防动机而非用于消费。少儿成员比提高1%将造成低收人家庭消费水平下降0.2 32 个单位，与基准回归结果相悖。对于低收人家庭，少儿数量的增加意味着抚养压力的增大，基于满足未来教育、住房购买在研究中发现西部地区消费率反而略高于东部和中部地区,进一步佐证了这一结果。表2 家庭人口结构对居民消费水平的回归结果因变量：居民消费水平（家庭总消费）模型(1)模型(3)-0.233*(-11.36)0.574*0.478*(15.34)(12.54)0.183*0.187*(12.44)(12.79)0.135*0.117*(33.98)(27.42)0.331*0.320*(38.79)(37.44)0.173*0.174*(27.68)(27.99)4.884*4.615*(59.97)(58.80)10453104530.4340.435模型(4)-0.046*(1.79)0.093*(1.91)0.157*(10.42)0.124*(28.59)0.290*(32.33)0.165*(25.71)-0.008*(-11.04)-0.015(-1.12)0.100*(3.99)0.062*(9.58)0.036*(6.36)4.857*5.352*(60.06)(55.27)10 4539.8780.4420.457等不同需求，会适度减少消费。对于中低收入家庭以上家庭，少儿成员比每提升1%，均会带来家庭消费水平的提升，但仅在中等收人家庭提升显著。与假设H3基本相符。值得关注的是，随着收入水平的提升，城镇户籍的家庭消费水平提升更加显著，表明不同收人水平下，城乡间消费水平存在异质性。家庭收人水平每提高1个单位，使得中等收入家庭和中高收人家庭消费水平分别上升0.50 4、0.6 9 0 个单位，提升作用高于其他三类家庭，说明不同收人水平家庭的收人提高对消费水平的提升存在一定差异。此外,消费的性别差异在高收入家庭中表现显著，教育程度主要影响中低收入以上家庭的消费水平。户主健康状况对高收入家庭影响微弱。35模型(5)-0.044*(-1.73)0.097*(2.01)0.160*(10.58)0.122*(28.21)0.291*(32.40)0.167*(25.71)-0.008*(-10.70)-0.019(-1.42)0.103*(4.12)0.064*(9.83)0.036*(6.34)0.006(0.35)0.046*(2.69)5.297*(52.91)9.8780.458表3按收入分组的家庭人口结构对居民消费水平的回归结果变量低收入组-0.312*oldr(-4.82)-0.232*childr(-1.78)0.075*urban(1.92)0.096*familysize(10.38)0.071*lnincome(2.50)0.137*lnasset(9.41)-0.013*age(-6.79)0.014gender(0.42)0.085spouse(1.54)-0.011edu(-0.60)0.048*health(3.81)0.027middle(0.65)0.043west(1.05)8.033*Constant(26.86)观测值1922R20.3102.5家庭人口结构对消费结构影响的实证结果对家庭消费研究的另一个重要因素是家庭各项消费的构成。CFPS数据库参照国家统计局的标准，将家庭消费支出细分食品、衣着、居住、日用品、交通通信、文教娱乐、医疗保健、其他性消费支出这8 类子项。对其进行分类回归，实证结果如表4所示。老年成员比对家庭医疗保健消费的影响最大，提升作用显著。其次对家庭的食品、居住消费存在显著促进作用，对文教娱乐，交通通信、日用品、衣着消费变量食品0.028*oldr(3.87)0.045*childr(3.52)0.055*urban(12.87)-0.004*familysize(-3.49)中低收入组中等收入组中高收入组-0.010-0.018(-0.16)(-0.31)0.1630.259*(1.53)(2.43)0.058*0.156*(1.85)(5.27)0.134*0.143*(14.74)(15.38)0.283*0.504*(3.13)(4.77)0.157*0.127*(10.82)(8.70)-0.010*0.007*(5.70)(4.37)-0.0110.005(-0.35)(-0.15)0.0880.185*(1.64)(3.35)0.033*0.083*(2.18)(5.95)0.027*0.050*(2.30)(4.03)0.094*0.008(2.70)(0.24)0.0540.022(1.52)(0.61)5.563*3.356*(6.68)(3.26)2 00219970.2820.293具有显著抑制作用，且对其他消费作用效果不够显著。少儿成员比对食品和文教娱乐存在显著正向影响，而对交通通信和医疗保健消费抑制作用显著。与假设H4和假设H5相符。分析导致此种结果主要是由于老年成员身体状况较差，易发病痛，致使家庭在老年人身上有更多的医疗支出。而对于少儿来说，他们大多身体健康，正处成长教育阶段，因此家庭在食品和文化教育、日常娱乐开销等方面产生更多支出。表4家庭人口结构对消费结构的回归结果衣着居住-0.011*0.011*(-5.64)(1.79)0.0020.004(0.48)(-0.41)-0.007*0.006(5.76)(1.59)0.000-0.005*:(1.12)(-5.17)高收人组0.0050.005(-0.08)(0.11)0.0960.097(0.90)(1.04)0.225*0.215*(6.90)(5.61)0.132*0.147*(12.78)(11.80)0.690*0.220*(7.25)(7.41)0.142*0.193*(9.11)(14.02)-0.008*-0.006*(4.51)(-4.09)0.024-0.057*(0.81)(-1.97)0.0760.136*(1.28)(2.42)0.066*0.071*(4.92)(5.15)0.035*0.019(2.76)(1.36)0.0170.016(0.51)(0.43)0.0410.054(1.07)(1.26)1.4445.557*(1.50)(16.38)1 9881.9690.2810.337日用品交通通信-0.022*-0.027*(-4.61)(-9.16)-0.015-0.024*(-1.61)(-4.16)-0.024*-0.021*(-7.79)(-11.81)0.0010.001*(1.08)(2.40)文教娱乐-0.051*0.072*(-10.68)(12.07)0.015*-0.022*(1.65)(-2.53)0.006*-0.014*(1.97)(-4.22)0.009*-0.003*(10.23)(-2.92)医疗保健其他0.001(0.39)0.003(1.21)-0.001(-0.90)0.000(0.03)36（续表）变量lnincomeInassetagegenderspouseeduhealthmiddlewestConstant观测值R2综合以上的实证结果可以得出：（1）整体来看，少儿成员比促进家庭消费，老年成员比抑制家庭消费,与假设H1 和假设H2 预期一致。这意味着我国现阶段的人口老龄化和低生育率将会抑制消费需求,不利于扩大内需。形成这一现象的原因较为复杂。首先,随着现代医疗技术的提升，人们的普遍寿命也有所延长，家庭往往会增加储蓄、减少日常消费以增加养老保障。其次，老年成员身体机能下降，且经过了苦难时期,我国的老年人口形成了节俭的生活方式，即使在经济状况普遍改善的今日，他们的消费依然有所克制,更多的收人用于储蓄。此外,随着经济条件的提升和社会文化的进步，人们对子女的养育愈加精心，愿意投入更多财富用于子女培养和教育，因此少儿比的增加会显著提升家庭消费水平。(2)对于不同收入水平的家庭，家庭成员结构对消费的影响存在异质性。老年成员比和少儿成员比的上升均显著抑制了低收人家庭的消费水平。并在分组回归中发现,中低收入及以上家庭却呈现相反的趋势，老年成员比依旧抑制消费，但作用效果不显著，而少儿成员比的上升会刺激家庭消费，尤其对于中等收人家庭正向刺激作用显著。收人的分配通常取决于对未来收入的预期，一旦非劳动力家庭成员数量增加,会降低低收人家庭对未来收入预期,进而导致当期消费减少。收人较为稳定的家庭，拥有乐观的收入预期,即使老年成员比增加,也不会过分抑食品0.005*(1.99)-0.012*(-6.52)0.001*(4.80)0.007*(1.96)0.014*(1.91)-0.004*(-1.92)-0.010*(-6.33)-0.041*(-9.24)-0.066*(-13.93)0.452*(15.51)98540.403衣着0.003*(3.93)0.001*(1.75)-0.000*(-4.90)-0.003*(-2.66)-0.003(-1.53)0.002*(3.61)-0.003*(-7.76)0.010*(8.12)0.005*(4.23)0.045*(5.99)9.4100.376居住0.003(1.36)0.002(1.29)0.000(0.54)0.001(0.16)0.007(-1.14)-0.008*(-5.35)-0.001(-1.08)0.003(-0.91)0.016*(3.90)0.183*(7.50)98440.191日用品0.013*(7.14)0.012*(9.71)0.001*(-5.59)-0.000(-0.13)0.000(0.05)-0.001(-0.94)0.002*(-1.72)0.015*(4.49)0.018*(5.08)-0.104*(5.27)9.7720.302制当前消费,并且基于对子女的抚养意愿，反而会增加消费。（3）家庭少儿成员比的上升显著增加了家庭食品和文教娱乐消费水平，显著降低了交通通信和医疗保健消费水平。由于少儿处于成长期，对食物和营养的需求较大，且随着经济水平的提高，教育资源的普及，家庭对子代的培养愈发重视。因此,家庭少儿数量占比的提升，会促进家庭在食品消费和文教娱乐消费。（4)家庭老年成员比上升显著提高了医疗保健和食品消费水平，降低了家庭衣着、日用品、交通通信、文教娱乐消费水平。3稳健性检验为确保以上结论的有效性，进一步对模型进行稳健性检验。首先,采用替换变量的方法,将家庭消费率作为家庭总消费的替代变量，以考察家庭人口结构对居民消费水平的影响。其次，采用分位数回归的方法，重新检验不同消费层次的家庭，家庭人口结构对居民消费水平的影响。3.1替换居民消费水平衡量标准表5中显示了家庭人口结构对家庭消费率的回归估计结果。可以发现，老年成员比对家庭消费率的影响具有负向显著性，少儿成员比对家庭消费率具有正向显著性。在其他变量不变的条件下，老年成员比每提高1个百分点，家庭消费率将降低0.0 0 5个百分点，少儿成员比每提高1个百分点，家庭消费37交通通信0.000-0.005*(0.00)(2.81)0.0000.004*(0.56)(3.19)-0.001*0.000(-6.53)(0.19)0.008*0.006*(4.93)(-2.05)-0.005-0.027*(-1.60)(-5.09)-0.0010.011*(-0.75)(8.36)-0.003*0.001(4.62)(0.79)-0.008*0.014*(-4.65)(4.23)0.014*0.001(6.44)(0.23)0.150*0.074*(12.59)(3.52)9.7776 9660.3980.118文教娱乐-0.015*(-6.23)-0.009*(-5.81)0.001*(5.25)-0.006*(-1.83)0.026*(4.21)-0.001(-0.81)0.021*(15.78)0.010*(2.87)0.010*(2.60)0.232*(9.71)8 9600.088医疗保健0.002*(5.50)0.002*(6.39)-0.000*(2.22)-0.002*(-2.13)0.001(1.14)0.002*(5.61)-0.000(0.28)0.004*(4.45)0.003*(3.12)-0.033*(5.98)84450.343其他率将提高0.0 12 个百分点。与表2 结论具有一致自变量模型(2)-0.024*oldr(-11.54)0.054*childr控制变量Constant观测值R23.2分位数回归家庭微观数据采用的是截面数据，消费状况可能存在较大的异质性，更容易受到异方差的影响。考虑到OLS均值回归虽能有效控制异方差，但目标函数是最小残差平方和，很容易被极端值影响结果的显著性。故选择分位数回归法18 ，使用残差绝对值的加权平均作为最小化目标函数，分别对家庭消费水平和家庭消费结构进行检验，有效降低极端值对结果的影响，使结论更稳健。变量oldrchildr控制变量家庭成员年龄结构对消费结构的分位数回归结果如表7。随着分位数增加，家庭人口结构对消费结构的影响存在异质性。具体来说，老年成员占比在衣着、日用品支出、交通通信和文教娱乐消费的消费存在负向影响。其中，老年成员比的提升对文教娱乐消费的影响程度随分位数的增加而减弱。老年成员比上升对家庭医疗保健和居住消费的影响为正,且对居住消费的正向影响仅在5/10 分位数前显著。相较于老年成员比，少儿成员比对家庭消费结变量3/10分位0.107*0.035 7oldr(1.82)食品0.281*childr(2.50)性，再次论证了本文的假设H1和假设H2成立。表5家庭人口结构对消费率的回归结果因变量：居民消费水平（家庭消费率）模型(1)模型(3)-0.019*(-8.75)0.045*0.011*(14.21)(11.33)控制控制1.658*1.606*(124.81)(100.48)11 21511 7800.5720.558表6 家庭人口结构对居民消费水平的分位数回归因变量：居民消费水平（家庭消费率）1/10分位3/10分位0.003 480.004 97(0.08)(0.16)0.222*0.079 8(2.53)(1.32)控制控制表7 家庭人口结构对居民消费结构的分位数回归1/10分位7/10分位0.027 30.022.5(0.86)(0.72)0.333*0.259*(4.23)(3.60)模型(4)-0.005*(-1.88)0.012*(2.37)控制控制1.654*1.703*(124.89)(112.71)11 184105450.5760.586家庭成员年龄构成对消费水平的分位数回归结果如表6,随着分位数增加，老年成员比的分位数回归系数由正值下降至负值，且老年成员比的提高更多地抑制了中高及以上消费家庭，抑制效果对高消费家庭更为显著。少儿成员比的上升对家庭消费呈正向影响，对低消费家庭的促进作用更为显著。综上所述，虽然家庭人口结构的变化对于不同消费水平的家庭影响作用存在一定差异，但整体上影响方向与OLS回归法较为一致。5/10分位7/10分位-0.046 90.057 1*(-1.64)(-1.76)0.081 70.026 7(1.50)(0.43)控制控制构的并没有产生广泛显著的影响。少儿成员比对家庭食物消费在各分位数上均存在正向显著影响，而对于其他几类消费的影响仅在部分分位数上存在显著影响。与OLS回归结果不同的是，少儿成员比对低消费家庭的文教娱乐消费呈正向的显著影响，而在5/10 分位后则呈现负向影响。整体上可以认为，少儿成员比对家庭消费结构影响存在较强的异质性，而老年成员比对家庭消费结构的影响程度更大，分位数回归结果与前文整体回归结果较为一致。5/10分位(0.66)0.198*(3.03)模型(5)-0.005*(-1.86)(2.47)控制1.700*(107.84)105450.587N=9 8789/10分位-0.118*(-2.41)0.092 5(0.99)控制N=9 8789/10分位0.011 1(0.28)0.136*(1.81)38（续表）变量oldr衣着childroldr居住childroldr日用品childroldr交通通信childroldr文教娱乐childroldr医疗保健childroldr其他childr控制变量总之,两种稳健性检验所得到的结论与基准回归的估计结果均基本一致,因此本文结论较为稳健。4结语文本以中国家庭追踪调查最新数据库（CFPS)为基础，实证研究人口结构变动对家庭消费的影响。结果表明：家庭人口结构对居民消费存在显著影响。整体来看，少儿成员比的提高促进家庭消费，老年成员比的提高抑制家庭消费。在不同收人的家庭中，老年成员比和少儿成员比的提升，均会对低收人家庭的消费产生抑制作用，少儿成员比的提高对中等收入组产生正向影响，其他各组受到人口结构变动的影响并不显著。在对消费结构方面，家庭老年成员比的上升显著抑制了衣着、日用品、交通通信和文教娱乐消费，促进了医疗保健和食品消费；少儿成员比的上升则促进了食品、文教娱乐消费，但对文教娱乐消费的促进作用相对较弱，抑制了交通通信和医疗保健消费。此外,在城乡对比中发现，城镇居民对1/10分位-0.265*(-3.80)0.283*(2.19)0.101*(1.75)0.003 87(0.04)-0.193*(-2.32)0.504*(3.21)-0.324*(-4.92)-0.437*(-3.50)-0.764*(4.82)1.405*(5.60)0.561*(5.96)0.183(1.01)0.069 7(-0.97)0.050 4(0.38)控制3/10分位-0.306*(-6.45)0.167*(1.90)0.086 8*(2.32)0.084 0(1.18)-0.269*(4.11)0.300*(2.42)-0.347*(-7.92)-0.138*(-1.66)-0.850*(7.68)0.066 5(0.38)0.717*(10.16)-0.029 0(0.21)0.052 3(-0.86)0.236*(2.09)控制5/10分位-0.256*(-6.32)0.077 3(1.03)0.117*(3.05)0.153*(2.08)-0.290*(-4.63)0.130(1.10)-0.352*(-9.07)-0.084 6(-1.15)-0.599*(-7.06)-0.235*(-1.75)0.674*(10.17)-0.285*(-2.24)0.070 2(-1.29)0.249*(2.45)控制家庭消费水平和消费率的促进作用更大，城乡存在一定程度的异质性，释放农村家庭的消费力有更大的提升空间。对此,政府和金融机构应当关注解决中国老龄化问题、制定合理生育政策、破除城乡体制差异实现消费升级。在东中西对比中发现，我国西部地区核心城市的带动作用很强，以至于在某种程度超过了中、东部地区，这种迹象表明我国地区差异对消费水平的提升差异很小，已经大大扭转了之前东部地区的消费水平高于中、西部地区的局面。基于上述分析，应当从以下方面着手实现家庭的消费升级。（1)聚焦并设法解决中国的老龄化问题，建立健全养老保障制度和体系，减少医疗、经济、人口结构等给社会造成的空前压力。在执行层面建立老年帮扶机制，由政府和金融机构联合宣导，发展更多普惠金融、老年保险信贷产品、现代AI技术等，发展更多的老年产业，吸引老年群体的消费，提升老年群体的幸福感，缓解老年人的预防性储蓄心理。(2)制定合理的生育政策,给与相应的“减负”政策。397/10分位-0.208*(-4.95)0.131*(1.68)0.069 6(1.42)0.278*(2.96)-0.182*(-3.03)-0.0509(0.45)-0.335*(-8.60)-0.162*(-2.19)-0.385*(-4.80)-0.538*(4.24)0.537*(8.14)-0.127(-1.00)0.044 3(-0.72)0.197*(1.71)控制9/10分位-0.164*(-2.78)0.0218(0.20)0.020 1(-0.16)0.168(0.69)-0.236*(-2.17)-0.189(0.92)-0.373*(-7.00)0.020 0(0.20)-0.205*(-2.50)-